TD 0873 O Impacto Distributivo do Salário Mínimo A Distribuição Individual dos Rendimentos do Trabalho

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TEXTO PARA DISCUSSÃO N° 873
ISSN 1415-4765
* O autor agradece os comentários e sugestões de Carlos Henrique Corseuil, Lauro Ramos, Luciana Servo e, especialmente,
de Ricardo Paes de Barros. Agradece também a ajuda de André Luiz Souza. Os erros remanescentes são de responsabilidade do
autor.
** Da Diretoria de Estudos Sociais do IPEA.
O IMPACTO DISTRIBUTIVO DO
SALÁRIO MÍNIMO: A DISTRIBUIÇÃO
INDIVIDUAL DOS RENDIMENTOS
DO TRABALHO*
Sergei Suarez Dillon Soares**
Rio de Janeiro, abril de 2002
Governo Federal
Ministério do Planejamento,
Orçamento e Gestão
Ministro – Guilherme Gomes Dias
Secretário Executivo – Simão Cirineu Dias
Fundação pública vinculada ao Ministério do
Planejamento, Orçamento e Gestão, o IPEA
fornece suporte técnico e institucional às ações
governamentais, possibilitando a formulação
de inúmeras políticas públicas e programas de
desenvolvimento brasileiro, e disponibiliza,
para a sociedade, pesquisas e estudos
realizados por seus técnicos.
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TEXTO PARA DISCUSSÃO
Uma publicação que tem o objetivo de
divulgar resultados de estudos
desenvolvidos, direta ou indiretamente,
pelo IPEA e trabalhos que, por sua
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profissionais especializados e estabelecem
um espaço para sugestões.
As opiniões emitidas nesta publicação são de
exclusiva e inteira responsabilidade dos autores,
não exprimindo, necessariamente, o ponto de vista
do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada ou do
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É permitida a reprodução deste texto e dos dados
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para fins comerciais são proibidas.
SUMÁRIO
SINOPSE
ABSTRACT
1 INTRODUÇÃO 1
2 RESULTADOS ANTERIORES 2
3 TEORIA E METODOLOGIA 4
3.1 FONTES DE DADOS 8
3.2 PERÍODO DA ANÁLISE 9
4 QUAL A INCIDÊNCIA DO SALÁRIO MÍNIMO NA DISTRIBUIÇÃO DOS RENDIMENTOS
INDIVIDUAIS? 10
5 - QUAL O IMPACTO SOBRE A DISTRIBUIÇÃO DE AUMENTOS DE SALÁRIO NO SALÁRIO
MÍNIMO? 14
6 - CONCLUSÕES 22
ANEXO 1 24
ANEXO 2 27
BIBLIOGRAFIA 51
SINOPSE
Este estudo tenta estimar o impacto de mudanças no valor do salário mínimo sobre
a distribuição dos rendimentos individuais do trabalho. Para tanto, duas abordagens
complementares são utilizadas.
A primeira é o uso de estimadores não-paramétricos para levantar a densidade
dos rendimentos individuais do trabalho. O método usado é o estimador kernel, com
largura de banda de 0,08, e os dados advêm das Pesquisas Nacionais por Amostra de
Domicílios (PNADs) após o Plano Real. Os resultados são eminentemente visuais e
qualitativos e mostram uma forte concentração de indivíduos em torno do pico do
salário mínimo. Algo em torno de 10% dos ocupados com renda positiva ganham
valores muito próximos do salário mínimo. Apesar de este valor ser inferior aos 15%
dos ocupados com renda positiva, que ganham menos que um piso salarial, os
gráficos mostram que o pico acompanha o valor do mínimo, sugerindo que há um
efeito significativo sobre a distribuição dos rendimentos.
Sabendo que o efeito deve existir, a segunda abordagem é usar uma série de
grupos de comparação para estimar a elasticidade dos rendimentos de cada centésimo
de renda, com relação a aumentos no salário mínimo. A base de dados usada é a série
de Pesquisas Mensais de Emprego (PMEs) após o Plano Real. Três tipos de grupos de
comparação são usados e, apesar de todas as metodologias serem imperfeitas, os
resultados concordam entre si: a elasticidade da renda com relação ao salário mínimo
seria pequena (algo em torno de 0,2) para os centésimos inferiores da distribuição de
renda, maior (algo em torno de 0,6) para os centésimos onde se situam as pessoas
ganhando o mínimo antes do aumento e, finalmente, cai a zero para os dois quintos
superiores da distribuição de renda. A conclusão é clara: o salário mínimo tem efeito
redistributivo, mas este não é grande.
ABSTRACT
The objective of this discussion paper is to estimate the impact that changes in the
value of the minimum wage will have upon the distribution of individual labor
income. Two complementary approaches will be used.
The first approach is to use non parametric estimators to estimate the individual
income labor distribution. The estimator used is the kernel estimator with a
bandwidth of 0.08 and the data come from the five PNADs since the Real Plan. The
results are visual and qualitative but show a strong concentration of individuals at or
around the minimum wage. More or less 10% of individuals with positive labor
income are in this minimum wage spike. Although this is less than the 15% of
individuals with positive labor income who earn less than one minimum wage, the
kernel estimators show that the spike follows increases in the minimum wage. This
shows that minimum wage increases should have a significant effect on labor income
distribution.
The next approach in the paper is quantify the elasticity of labor income with
relation to minimum wage increases. The data come from the monthly PMEs since
the Real Plan and the methodology is to use various comparison groups to net out
the minimum wage effect. Although all three comparison groups used are imperfect,
the results are more or less coherent. They show that labor income elasticities with
relation to minimum wage increases are low (around 0.2) for the lowest centiles in
the labor income distribution, higher (around 0.6) for the centiles where the
minimum wage is effective, and then drop to zero for the two highest quintiles. In
conclusion, the minimum wage has a significant effect upon the individual labor
income distribution, but it is not very large.
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1 INTRODUÇÃO
Grande parte do debate sobre o salário mínimo gira em torno dos seus impactos
distributivos. Afinal, pouca razão existe para impor um custo adicional às empresas,
onerar as folhas de pagamento de estados e municípios e correr o risco de aumentar o
desemprego se isto não resultar em melhores salários para as pessoas mal colocadas na
distribuição de renda.
Segundo seus proponentes, o salário mínimo teria fortes impactos positivos
sobre os salários dos empregados. Essa intervenção estatal na economia arrastaria os
rendimentos daqueles trabalhadores cujos salários, determinados pela dinâmica
capitalista, eram inferiores ao mínimo até este valor (ou até além). Ao estabelecer um
nível de remuneração obrigatória, o mínimo estaria protegendo os indivíduos menos
capazes de obter um salário alto e, desse modo, reduzindo a desigualdade salarial e,
por conseqüência, reduzindo também tanto a pobreza como a desigualdade de renda
per capita. Adicionalmente, é possível que o mínimo também aumente a participação
dos salários no PIB ao forçar as empresas a remunerarem todos os seus empregados
acima de um determinado valor.
Segundo seus detratores, o salário mínimo pouco efeito tem sobre o rendimento
das pessoas, uma vez que muitas já ganham mais que o valor do mínimo e outras
ganham menos. Afinal, segundo a Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios
(PNAD), em setembro de 1999 apenas 5% dos homens entre 16 e 60 anos com
carteira de trabalho ganhavam exatamente R$ 136. Se o salário mínimo tiver
conseqüências nefastas, como desemprego1 ou redução de produtividade, esta seria,
então, uma intervenção pouco eficaz e injustificada na economia de mercado.
Infelizmente, a impossibilidadede comparar dois países idênticos, mas com
salários mínimos diferentes, faz da estimação precisa do impacto distributivo do
salário mínimo uma tarefa impossível. Ao comparar, por exemplo, as distribuições no
Brasil em dois momentos no tempo, cujos salários mínimos eram diferentes, se estaria
medindo não apenas o efeito do mínimo, mas o efeito de todas as outras coisas que
mudaram neste período: o momento no ciclo econômico, a estrutura da demanda por
trabalho e a própria oferta de trabalho por parte das famílias. O mesmo problema
existe na comparação de países diferentes ao mesmo momento no tempo: diferenças
nos rendimentos, aparentemente devidas a diferenças no salário mínimo, podem
refletir quase qualquer diferença da oferta e demanda por emprego entre dois países.
Até quando existe uma variação tanto entre unidades como entre momentos no
tempo, como é o caso, por exemplo, nos Estados Unidos, ainda existem fatores
específicos a um estado em um dado mês que podem ser incorretamente atribuídos
ao salário mínimo.2 Ademais, como a determinação do salário mínimo costuma ser
altamente política, há forte potencial de viés de endogeneidade devido à causalidade
reversa.
 
1 Para evidências sobre os efeitos do salário mínimo sobre o emprego e a formalização, ver Corseuil e Galrão (2001).
2 Card e Kruger (1995) usaram a variação entre duas metades de uma região metropolitana para estimar os impactos
sem este problema, mas até estes resultados têm sido objeto de muita controvérsia [ver Neumark e Wascher (1995)].
2 texto para discussão | 873 | abr 2002
Este trabalho não é uma exceção às dificuldades citadas. Não tem a pretensão de
calcular com exatidão o impacto distributivo, mas apenas de oferecer limites
superiores e inferiores, sujeitos a hipóteses fortes, deste impacto.
2 RESULTADOS ANTERIORES
Já existe um volume razoável de trabalhos sobre os impactos do salário mínimo na
distribuição de renda no Brasil. Este não é, entretanto, um artigo de revisão da
literatura e os resultados citados se referem apenas aos trabalhos que são comparáveis
aos resultados obtidos aqui ou, então, ajudam na definição da metodologia a ser
adotada. Esses trabalhos se dividem em duas categorias: artigos que trabalham com
simulações, como, por exemplo, Neri (1997), Neri, Gonzaga e Camargo (2000),
Ramos e Reis (1994) e Barros (1998); e artigos que tentam estimar os impactos,
usando alguma técnica econométrica como, por exemplo, Soares (1998), Fajnzylber
(2001) e Lemos (2001).
Neri (1997) e Neri, Gonzaga e Camargo (2000), entre outros, mostra que o
salário mínimo exerce influência sobre boa parte das pessoas ocupadas e que um
aumento seu, que for respeitado pelos empregadores, terá um impacto razoável sobre
a distribuição de renda dos indivíduos ocupados. Já Ramos e Reis (1994) e Barros
(1998) mostram que aumentar o salário mínimo tem efeitos muito fracos sobre a
distribuição de renda das famílias (mais precisamente, da renda domiciliar per capita).
O termo “distribuição de renda” é impreciso, pois carece de definição e
qualificação. No caso do salário mínimo, o uso de duas definições diferentes leva a
duas conclusões diferentes. O trabalho de Ramos e Reis (1994) abre caminho para
entender o porquê dessa diferença. Os autores mostram que o número de homens
chefes de família, de 25 a 50 anos, no mercado formal, recebendo salário mínimo, é
relativamente reduzido. Usando dados de 1989, Ramos e Reis mostram que
enquanto quase metade (49,1%) da população economicamente ativa (PEA) é
composta de chefes de família, apenas 37,1% das pessoas recebendo cerca de um
salário mínimo o são. Enquanto 63,1% da PEA é masculina, apenas 58,1% dos
recipientes do salário mínimo o são. Ou seja, os resultados de Neri e de Ramos e Reis
não são incompatíveis, uma vez que trabalham com definições de renda diferentes.
Ao localizar os trabalhadores ganhando salário mínimo na distribuição de renda
per capita das famílias, Ramos e Reis mostram que 65% destes se situam no terceiro
décimo da distribuição de renda ou acima, e apenas 35% se encontram entre os 20%
mais pobres. Dados estes resultados, Ramos e Reis concluem que o salário mínimo é
um instrumento pouco eficaz para melhorar a distribuição de renda das famílias ou
reduzir a pobreza.
A preocupação no caso deste trabalho será exclusivamente com a distribuição de
renda individual. Em outras palavras, o universo com o qual estou preocupado são
apenas os indivíduos ocupados ou, até, apenas os indivíduos ocupados com
rendimento positivo. Tampouco vou tratar do impacto de transferências
governamentais indexadas ao salário mínimo, como o Benefício de Prestação
Continuada, previsto na Lei Orgânica da Assistência Social ou as aposentadorias
rurais. Deixarei a distribuição de renda familiar per capita para outra ocasião, pois
texto para discussão | 873 | abr 2002 3
verificar o impacto do salário mínimo sobre a distribuição dos indivíduos já é uma
tarefa bastante difícil. Felizmente, já existem alguns trabalhos nesse sentido que
iluminam o caminho.
Soares (1998) usa técnicas de análise de séries temporais para verificar a
existência de Causalidade de Granger entre o salário mínimo e o salário médio dos
trabalhadores pouco qualificados. O período analisado é, essencialmente, a década de
1980. Os resultados são pouco conclusivos — às vezes, aumentos no mínimo
Granger causam aumentos no salário médio, às vezes são Granger causados, às vezes
ambos e às vezes nenhum. A conclusão de Soares é que o papel das expectativas é
fundamental e não pode ser adequadamente medido usando o conceito de
Causalidade de Granger.3
Fajnzylber (2001) usa a Pesquisa Mensal de Emprego (PME) e a especificação de
Newmark, Schweitzer e Wascher (2000) para estimar os efeitos de aumentos no
salário mínimo para toda a distribuição de renda. Trata-se de estimar a variação
percentual da renda do indivíduo i como função da variação percentual do salário
mínimo e do salário mínimo defasado em um ano, além de vários controles.
Fajnzylber usa, então, a variação temporal no salário mínimo e nos salários de cada
indivíduo para identificar os seus impactos. Os resultados são bastante fortes e
indicam uma elasticidade da renda com relação ao salário mínimo próxima de 1 para
indivíduos com renda próxima à do salário mínimo. Já para pessoas com renda
maior, as elasticidades são bem menores, anulando-se para indivíduos com rendas
mais altas.
Lemos (2001) utiliza um menu de abordagens para medir os impactos de
aumentos no salário mínimo sobre diferentes pontos ao longo da distribuição de
renda. Trata-se de um trabalho exaustivo, que cerca o problema usando várias
técnicas. De modo geral, a autora encontra efeitos fortes para indivíduos nos
centésimos 10 a 15, na distribuição de renda, mas que decrescem para indivíduos nos
centésimos de renda mais alta. Em termos numéricos, Lemos encontra elasticidades
da renda com relação ao salário mínimo próximas de 0,5 para indivíduos nos
centésimos 10 a 15, decrescendo monotonicamente até menos de 0,2 para indivíduos
no centésimo 50 e até zero para aqueles no centésimo 90 ou mais. Os indivíduos no
centésimo 5 ou menos também se beneficiam menos de aumentos no salário mínimo
— a elasticidade encontrada é em torno de 0,4.
Em resumo, Soares, Fajnzylber e Lemos encontram impactos fortes de aumentos
no salário mínimo sobre o salário de indivíduos nas piores posições da distribuição de
renda. Fajnzylber e Lemos encontram ainda impactos positivos, embora bem menos
fortes, sobre indivíduos melhor colocados na distribuição de renda. Quer dizer, a
conclusão é que aumentos no salário mínimo reduzem a dispersão na distribuição dos
rendimentos individuais e, possivelmente, aumentam a média salarial.
Os trabalhos de Soares, Fajnzylber e Lemos tratam de períodos começando em
1981 e indo até anos mais ou menos recentes (os trabalhos de Fajnzylbere Lemos
usam dados até 1997). Este período inclui dois subperíodos muito diferentes: 1981-
 
3 Causalidade de Granger implica que o efeito antecede a causa. Na medida em que os agentes antecipam aumentos no
salário mínimo, este conceito pode não se mostrar muito útil.
4 texto para discussão | 873 | abr 2002
1994 e 1994 até hoje. Em seu trabalho, Lemos enfatiza que a política de salário
mínimo foi exercida com finalidades diferentes ao longo do tempo, ora como
instrumento de política social, com o objetivo de melhorar a distribuição de renda,
ora como instrumento de política de estabilização, com o objetivo de conter a
inflação e/ou agir como indexador salarial da economia. Em particular, Lemos afirma
que desde julho de 1994, com a introdução do Plano Real, o salário mínimo como
instrumento macroeconômico foi deixado de lado, e o salário mínimo como
instrumento distributivo passou a existir mais fortemente. Em função dessa mudança,
é possível que os trabalhos já citados estejam medindo dois efeitos distintos: o
primeiro sendo o salário mínimo enquanto instrumento de coordenação
macroeconômica — o papel que teve durante a década de 1980 e o início da de 1990
—, e o segundo sendo o efeito do salário mínimo enquanto política de distribuição
de renda. Uma vez que os dois períodos são de tamanhos diferentes e o primeiro é
maior, é possível que os trabalhos mencionados antes meçam bem melhor os efeitos
de coordenação macroeconômica do que os efeitos de desconcentração de renda.
Sendo o interesse deste trabalho apenas o salário mínimo enquanto desconcentrador
de renda, usarei apenas dados posteriores ao Plano Real.4
3 TEORIA E METODOLOGIA
Um dos problemas na mensuração dos impactos do mínimo é uma certa ausência de
teoria adequada de formação dos salários, e sua distribuição, em um mundo com
trabalhadores heterogêneos e na presença de uma intervenção como o salário mínimo.
As teorias keynesiana e marxista tendem a ver o trabalho como um fator
relativamente homogêneo e enfatizar as relações entre este e o capital. Assim sendo,
não oferecem subsídios sobre a distribuição das remunerações dentro do fator
trabalho. Já a teoria neoclássica, ao equacionar o salário com a produtividade
marginal dos trabalhadores, pouco tem a oferecer na sua versão mais radical, além do
desemprego involuntário. Tentarei usar a teoria neoclássica como ponto de partida
para justificar a metodologia que aplicarei mais tarde.
No mundo neoclássico perfeito, o salário dos trabalhadores é determinado
exclusivamente pelo valor de sua produtividade marginal nas firmas em que
trabalham. Sendo essas produtividades distribuídas de modo heterogêneo, tem-se
uma distribuição de salários também heterogênea e a resultante distribuição de
rendimentos seria algo como o Gráfico 1. É importante lembrar que o valor da
produtividade marginal não é uma característica intrínseca dos trabalhadores e sim
uma característica de um casamento trabalhador-empresa, ou trabalhador-posto, na
vigência de um dado sistema de preços.
 
4 Se não houvesse essa diferença, este artigo pouco teria a acrescentar ao excelente trabalho de Lemos (2001).
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GRÁFICO 1
Distribuição Neoclássica de Salários sem Salário Mínimo
No mundo do equilíbrio walrasiano, onde não existe o desperdício de fatores e
todos eles são remunerados de acordo com sua produtividade marginal, o principal
efeito da introdução de um salário mínimo seria o de causar desemprego involuntário
entre os trabalhadores que antes ganhavam menos que o mínimo. Quer dizer, as
empresas, impedidas de pagar a seus empregados pouco produtivos a sua
produtividade marginal, perderiam dinheiro ao empregá-los e, em conseqüência,
trocariam o mix de fatores de produção, usando com maior intensidade o capital
físico e trabalhadores mais produtivos.5 O aumento da demanda por capital ou por
trabalhadores mais qualificados possivelmente levaria a uma pequena melhoria de
seus rendimentos. No pior dos mundos walrasianos, a produção de alguns bens seria
inviabilizada, levando a uma redução de bem-estar para todos.
Nesse mundo idealizado, a distribuição dos salários seria truncada, no mínimo,
talvez com algum ganho para os trabalhadores cujo salário era superior ao mínimo.
Em outras palavras, o salário mínimo seria uma intervenção cujo efeito seria o de
empobrecer os pobres e enriquecer os ricos e a distribuição de renda seria parecida
com o Gráfico 2, a seguir.
O mundo, entretanto, não é walrasiano. Os fatores de produção não são
perfeitamente remunerados de acordo com sua produtividade marginal e existe o
desperdício de fatores de produção — como o desemprego, por exemplo. Nesse caso,
é possível que as empresas estejam se apropriando de uma parte da produtividade
marginal de seus trabalhadores, em especial se estes são desorganizados, não-
sindicalizados e em situação de fraqueza na barganha salarial. Sendo assim, a
introdução de um salário mínimo poderia até levar alguns trabalhadores ao
desemprego, mas levaria outros a ganhar mais, pois esses estariam sendo explorados
por seus empregadores. A existência dessa espoliação permitiria às empresas continuar
 
5 A rigor, isto não é necessariamente verdade. Se existem três fatores de produção, dependendo da função de produção
e de suas elasticidades, as empresas poderiam reduzir o uso do fator complementar ao trabalho pouco produtivo e
aumentar apenas a intensidade de uso do fator substituto. Entretanto, a imensa maioria da literatura considera que
capital e trabalho qualificado são complementares entre si e que ambos são substitutos do trabalho pouco qualificado
(que supomos ser os receptores do salário mínimo).
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empregando-os, mesmo sendo obrigadas a pagar a eles mais que o resultado da
barganha salarial.
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GRÁFICO 2
Distribuição Walrasiana de Salários com Salário Mínimo
Além do efeito de proteger os perdedores da barganha salarial, o salário mínimo
poderia levar alguns trabalhadores a procurarem trabalhos mais produtivos. Lembre-
se que a produtividade marginal é um atributo de um casamento entre uma firma e
um trabalhador, mas que vivemos em um mundo de informação imperfeita e onde
cada trabalhador tem habilidades múltiplas, e é possível que alguns, ou até muitos,
possam ser mais produtivos em outras firmas, mas desconheçam sua existência ou não
estejam dispostos a correr o risco do desemprego. Desse modo, ao perderem seus
trabalhos de baixa produtividade seriam forçados a buscar outros de maior
produtividade e salário.
Na presença desses efeitos, a distribuição dos salários seria algo como o Gráfico 3
— alguns trabalhadores ficariam desempregados, outros passariam a receber sua
produtividade marginal na empresa (sendo que, devido a serem os perdedores na
barganha salarial, não recebiam essa produtividade antes) e ainda outros aumentariam
sua produtividade marginal ao trocar de posto.
Existe ainda outra possibilidade, quase que completamente ausente da literatura
internacional, que é a aderência imperfeita do salário mínimo. Neste caso, além de
maior poder de barganha, os empregadores teriam a possibilidade de burlar a lei do
salário mínimo. Poderiam fazer isso mudando o contrato de trabalho (para prestação
de serviços, por exemplo) ou, simplesmente, ignorá-lo por não temer a fiscalização.
Nesse mundo, que acredito ser o mais próximo do Brasil atual, o salário mínimo teria
os seguintes efeitos:
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GRÁFICO 3
Distribuiçãode Salários com Salário Mínimo no Mundo onde os
Empregadores Têm Maior Poder de Barganha e Existe
Informação Imperfeita
a) Desemprego para alguns trabalhadores, cuja produtividade marginal,
realmente, é inferior ao salário mínimo. Isso pode não ser necessariamente um efeito
tão negativo. Na medida em que a produtividade não é um atributo exclusivo do
trabalhador e sim de uma relação trabalhador-posto de trabalho, é possível que os
trabalhadores deslocados de seus postos improdutivos achassem outros empregos,
onde seriam mais produtivos, elevando seus salários, assim como a produtividade
geral da economia.
b) Aumento de salário daqueles trabalhadores que ganhavam menos que sua
produtividade marginal, que causaria uma diminuição da exploração de trabalho por
parte dos empregadores e uma transferência da renda em favor do fator trabalho.
c) Nenhum efeito naquelas relações de trabalho em que empregados e
trabalhadores decidissem burlar ou ignorar o mínimo. Fariam isso porque o custo a
ser pago, em caso de uma eventual fiscalização, seria inferior tanto ao custo de demitir
o trabalhador como ao custo de aumentar seu salário até o mínimo. Nesse caso, a
distribuição de salários se assemelharia ao Gráfico 4, onde todos os três efeitos são
visíveis.
O problema com a abordagem acima é que sua quantificação é impossível.
Mesmo que fosse possível fazer um experimento natural e remover o salário mínimo
da economia brasileira, é quase impossível medir a produtividade marginal dos
trabalhadores, e, sem esse dado, não se pode quantificar nenhum dos três efeitos.
Diante dessa impossibilidade, este trabalho seguirá duas abordagens.
A primeira será eminentemente visual e qualitativa. Tentarei comparar as
distribuições de salário de fato observadas no Brasil com os gráficos anteriores para
tentar ter uma idéia qualitativa da magnitude de cada efeito. Em outras palavras,
tentarei estimar, para o Brasil, como é o Gráfico 4 na realidade.
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GRÁFICO 4
Distribuição de Salários com Salário Mínimo no Mundo, onde os
Empregadores Têm Maior Poder de Barganha e o Salário Mínimo
Não É Perfeitamente Aderente
A segunda abordagem será tentar estimar, ainda que de modo imperfeito, o
impacto quantitativo do salário mínimo. Nesta parte seguirei de perto o trabalho de
Lemos (2001), com algumas considerações adicionais.
A técnica na primeira abordagem é a estimação de densidades pela metodologia
do kernel, ou núcleo. A técnica é relativamente simples, mas só tem sido usada na
última década por causa das exigências computacionais para sua aplicação. O método
consiste em estimar a densidade de uma distribuição em pontos determinados,
usando os pontos empiricamente observados.
f (y) = 1/n Σi 1/b h[(xi – y)/b] (1)
onde y representa o ponto no qual se deseja estimar a densidade; n representa o
número de observações; xi representa a observação i; h representa a função kernel (que
deve ser de quadrado integrável); e b é chamado de bandwidth, que corresponde à
“largura da janela” que filtra o impacto da observação xi sobre a densidade em y.
A intuição é que f (y) é composto por uma soma ponderada dos pontos
observados, onde o fator de ponderação cai rapidamente à medida que cada xi se
afasta de y.
As estimações kernel fornecem uma densidade das distribuições de renda e
permitem uma análise gráfica dos efeitos do salário mínimo. Para uma estimativa
mais quantitativa, passarei a outras técnicas, que explicarei mais adiante, que
consistem em criar grupos de controle e algum tipo de diferenças em diferenças para
separar o efeito do salário mínimo das outras influências sobre os rendimentos do
trabalho.
3.1 FONTES DE DADOS
Usarei duas fontes de dados para este trabalho, coletadas pelo IBGE e ambas
pesquisas de alta confiabilidade.
texto para discussão | 873 | abr 2002 9
A primeira é o conjunto das PNADs que são coletadas em setembro de cada ano
em todo o país, com exceção da área rural da região Norte. As PNADs são coletadas
desde 1976 com o mesmo esquema amostral e que, portanto, já foi amplamente
testado e verificado. As PNADs apresentam alta confiabilidade, existem há muito
tempo e cobrem quase todo o território nacional — são uma espécie de fusquinha das
pesquisas domiciliares no Brasil.
A segunda fonte será o conjunto das PMEs, coletadas mensalmente nas regiões
metropolitanas de Recife, Salvador, Belo Horizonte, Rio de Janeiro, São Paulo e
Porto Alegre. Embora sofram de limitação geográfica, as PMEs têm a vantagem de ser
mensais, portanto, coletadas logo antes e logo depois de aumentos do salário mínimo.
Além disso, as PMEs contam com um painel com o qual é possível seguir as mesmas
pessoas ao longo de quatro meses — antes e depois do aumento do salário mínimo,
por exemplo.
3.2 PERÍODO DA ANÁLISE
O período trabalhado será aquele após a estabilização de julho de 1994 — na
presença da hiperinflação, qualquer conclusão, ainda que qualitativa, será suspeita.
Isso permite o uso de cinco PNADs6 (1995, 1996, 1997, 1998 e 1999) e da série de
PMEs de julho de 1994 até dezembro de 1999, perfazendo 64 meses de pesquisa
mensal.
A Tabela 1 mostra a evolução do valor do salário mínimo nominal e real em
setembro de cada ano após o Plano Real, além da evolução do salário médio nominal.
Com a exceção do ano de 1996, o salário mínimo aumentou em todos os anos do
período, tanto em termos de valor real como em proporção do rendimento médio dos
ocupados. Cinco anos não perfaz uma série com a qual se possa fazer econometria,
mas pelo menos é possível escolher os dois anos desde o Real — 1996 e 1999 —, nos
quais o valor do salário mínimo em setembro foi maior e menor.
TABELA 1
Valor do Salário Mínimo — 1995-1999
1995 1996 1997 1998 1999
Valor nominal do mínimo 100 112 120 130 136
Valor nominal do médio 352 416 432 442 433
Mínimo/médio (%) 28 27 28 29 31
Deflator INPC 1.238 1.087 1.039 1.031 1.000
Mínimo em reais de setembro de 1999 124 122 125 134 136
Médio em reais de setembro de 1999 436 453 448 456 433
 
6 A PNAD de 1994 não foi a campo.
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4 QUAL A INCIDÊNCIA DO SALÁRIO MÍNIMO NA
DISTRIBUIÇÃO DOS RENDIMENTOS INDIVIDUAIS?
A primeira pergunta a ser feita com relação ao salário mínimo é a sua incidência. É
fundamental saber tanto quem ganha salário mínimo como quem ganha mais ou
menos este valor. Uma particularidade no Brasil, é que poucos trabalhadores ganham
exatamente um salário mínimo.
A Tabela 2 mostra a triste cara da distribuição de renda no Brasil. Para todos os
anos após o Real (1995, 1996, 1997, 1998 e 1999) algo entre 28% e 30% das pessoas
ocupadas ganhavam menos de um salário mínimo. Destes, cerca de 15% são
trabalhadores não-remunerados, na sua maioria trabalhadores familiares cujo
rendimento está computado na renda dos pais. Existem, entretanto, alguns domicílios
onde alguns membros são ocupados mas nenhum recebe renda monetária — estes
indivíduos se encontram fora da economia capitalista, plantando aquilo que comem.
O segundo painel da Tabela 2 mostra os mesmos números como percentagem
dos ocupados com rendimento positivo. Vê-se que, enquanto o número de pessoas
cujo rendimento é igual a um mínimo varia entre 7% e 12% da população com
rendimentos positivos, o número de pessoas cuja renda do trabalho é inferior ao
mínimo do ano situa-se em torno de 15%. Quer dizer, para cada pessoa que ganha
um salário mínimo existe, no mínimo, outra com rendimento, mas cuja renda é
inferior.
TABELA 2
Recipientes do SM como Percentagem de todos os Ocupados — 1995-1999
Categoria 1995 1996 1997 1998 1999 Média
Como percentagemde todos os ocupados
Rendimento zero 15 14 14 14 14 14
Positivo, inferior ao mínimo 12 13 13 14 15 13
Igual ao mínimo 10 7 9 7 6 8
Superior ao mínimo 62 66 64 65 65 65
Como percentagem dos ocupados com rendimento positivo
Positivo, inferior ao mínimo 15 15 15 16 17 16
Igual ao mínimo 12 8 10 9 7 9
Superior ao mínimo 73 77 75 75 76 75
Fonte: Microdados das PNADs 1995-1999.
A existência de pessoas que ganham menos que o salário mínimo, assim como as
que nada ganham, é um elemento-chave na análise dos impactos distributivos do
mesmo. Afinal, se aumentar o salário mínimo significa deixar para trás 20%-30% dos
indivíduos mais pobres no Brasil, tal aumento se torna questionável.
O Gráfico 5 mostra, de modo aprofundado, o mesmo universo da Tabela 2.
Trata-se da versão real do Gráfico 4. No eixo horizontal está o logaritmo do
rendimento do trabalho da ocupação principal e, no eixo vertical, está a densidade de
pessoas ganhando este valor. Quer dizer, o número de pessoas com rendimentos entre
texto para discussão | 873 | abr 2002 11
x e x + dx é, simplesmente, f (x)dx, onde f (x) é o valor da função densidade
representada no gráfico por círculos escuros ou triângulos claros.
GRÁFICO 5
Densidade Kernel para todos os Ocupados
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
R$10 R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
De
n
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
O gráfico apresenta duas densidades. A primeira, indicada por círculos escuros,
representa a distribuição dos rendimentos para o ano de 1996, que foi o ano após o
Plano Real no qual o salário mínimo em setembro foi menor em moeda constante
(122, em reais de setembro de 1999, usando o INPC como deflator). A segunda,
indicada por triângulos claros, representa o ano de 1999, que foi o ano no qual o
salário mínimo real foi maior. Além disso, linhas grossas e finas representam um e
dois salários mínimos do mesmo ano (linhas escuras para 1996 e linhas claras para
1999). Foram usados na estimação apenas indivíduos trabalhando mais que 20 horas,
com rendimento positivo e com idade entre 16 e 70 anos.
Uma característica do método de kernel é que ele espalha pontos de acumulação
(pontos onde a densidade é muito concentrada). Em função disso, o salário mínimo
aparece como um pico arredondado e não um pico estreito em um único valor (cuja
verdadeira representação seria um pico de espessura zero e altura infinita). Não creio,
entretanto, que isso seja um problema uma vez que o fato de o pico representar o
efeito do salário mínimo fica bem claro.
O que o Gráfico 5 mostra, claramente, é que o salário mínimo tem um efeito
sobre a distribuição dos rendimentos individuais. Quer dizer, apesar de 15% dos
ocupados com rendimento positivo ganharem menos que o mínimo e apenas algo em
torno de 10% dos ocupados ganharem exatamente o mínimo, fica claro que estes
10% são muito mais que o número esperado em torno desse valor, dada a
distribuição de renda que seria observada na ausência do mínimo. Isso fica
evidenciado no pico do salário mínimo. Os fatos mostrados na Tabela 2 também
podem ser observados no Gráfico 5 — existem mais indivíduos ganhando menos que
12 texto para discussão | 873 | abr 2002
o mínimo do que indivíduos ganhando exatamente o mínimo e a maioria absoluta
dos trabalhadores se situa acima do mínimo.
O Gráfico 5 representa a distribuição dos rendimentos do trabalho para todos os
indivíduos trabalhando mais que 20 horas, com rendimento positivo e com idade
entre 16 e 70 anos, mas a incidência do salário mínimo pode ser muito maior ou
menor, dependendo das características desses indivíduos. Essa incidência se encontra
representada nos Anexos A e B.
No Anexo A, está um conjunto de tabelas que mostra a incidência do salário
mínimo por décimo de renda, setor industrial, domesticidade do trabalho, cor, sexo,
posição no domicílio, faixa etária, escolaridade, região e vínculo empregatício. Salta
aos olhos a incidência entre trabalhadores domésticos (26% destes recebem o salário
mínimo, em média, sobre o período), indivíduos nos décimos 2, 3 e 4 (19%, 17% e
15%), empregados sem carteira (17%), filhos dos chefes de domicílio e jovens (14%).
Em menor medida estão sujeitos ao salário mínimo os indivíduos que residem no
Nordeste (13%), as mulheres (13%) e os indivíduos com pouca educação (12%). É
interessante que não há muita diferenciação por setor — o setor de atividade
econômica onde a maior proporção dos trabalhadores ganha salário mínimo é o de
serviços, com 11,4%, e o setor onde esta percentagem é menor é a construção civil,
com 5,4%. É claro que em alguns setores, como a agricultura, pouca gente ganha
salário mínimo, porque muitos ganham menos, e em outros, como a indústria da
transformação, poucos ganham o mínimo, porque a maioria ganha mais.
Esses resultados são coerentes com os de Ramos e Reis (1994), que estudam o
dual das tabelas no Anexo A — a composição dos recipientes do mínimo por tipo de
indivíduo e não a composição dos rendimentos de cada tipo de indivíduo.
O Anexo B mostra as densidades, estimadas pelo método do kernel, para os
mesmos cortes univariados que as tabelas no Anexo A. Os resultados são os mesmos
— a incidência do salário mínimo é maior entre mulheres, trabalhadores sem carteira,
trabalhadores que vivem no Nordeste, cônjuges e filhos, pessoas com pouca instrução
(0-3 séries de escola), jovens, trabalhadores no setor agrícola, trabalhadores
domésticos, negros e pessoas nos primeiros três décimos da renda domiciliar per
capita (especialmente o segundo e o terceiro). Em outras palavras, o salário mínimo
tem maior incidência justamente entre os trabalhadores cuja inserção no mercado de
trabalho se faz de modo mais frágil. Os gráficos sugerem que existem muitos
indivíduos que estão trabalhando, e, portanto, cujos empregos não foram
inviabilizados pelo salário mínimo, mas seus rendimentos são elevados pela existência
do mínimo. Nesse sentido, o salário mínimo parece ser um instrumento eficaz para
proteger os trabalhadores que são os perdedores na barganha salarial.
As densidades não oferecem nenhum indicativo sobre o valor ótimo do salário
mínimo, nem como ou quando esse deverá ser reajustado. Mostram apenas dois dos
principais fatos relacionados a essa intervenção legal no mercado de trabalho: o
mínimo incide mais fortemente sobre os tipos de indivíduos cuja inserção no
mercado de trabalho é mais fraca e eleva seus rendimentos, mas não protege os
trabalhadores cujos rendimentos são os mais baixos de todos.
texto para discussão | 873 | abr 2002 13
Outra utilização possível do kernel é com uma pesquisa mensal logo antes e logo
após aumentos no salário legal. Isso é possível com a PME, que, apesar de representar
a realidade em apenas seis regiões metropolitanas do Brasil, tem a vantagem de ser
mensal e, portanto, estar mais próxima de captar apenas o efeito de mudanças no
mínimo (embora ainda esteja longe de poder fazê-lo de modo perfeito). Os Gráficos
6 a 8 mostram a distribuição de renda tanto antes como após os aumentos do salário
mínimo em 1995, 1997 e 1999.
GRÁFICO 6
Brasil Metropolitano — 1995
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
3 4 5 6 7 8
Log Y
95 antes
95 depois
SM mai/95
SM abr/95
De
ns
id
ad
e
GRÁFICO 7
Brasil Metropolitano — 1997
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
3 4 5 6 7 8
97 antes
97 depois
SM mai/97
SM abr/97
14 texto para discussão | 873 | abr 2002
GRÁFICO 8
Brasil Metropolitano — 1999
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
3 4 5 6 7 8
99 antes
99 depois
SM mai/99
SM abr/99
Dois efeitos são impressionantes nesses gráficos: o forte impacto aparente do
aumento de 1995 e a aparente ausência de impacto em 1997 e 1999. Isso pode ser
devidoa vários motivos: o valor inicial em 1995 ser muito mais baixo que em 1997
ou 1999; o aumento real ter sido muito maior em 1995 do que em 1997 ou 1999; a
economia estar em forte expansão em 1995, mas com crescimento mais baixo em
1997 e em recessão em 1999; ou qualquer outro de um sem-número de motivos.
Estas dificuldades ilustram a necessidade de usar algum tipo de grupo de
controle ou comparação. Para saber com certeza quanto os aumentos no salário
mínimo elevaram a renda de um indivíduo ou grupo, seria necessário um universo
onde tudo fosse idêntico ao universo observado, salvo o aumento no salário mínimo.
É óbvio que isso é impossível, assim como experimentos, tais como aumentar o
salário mínimo para pessoas nascidas em dias pares e mantê-lo para indivíduos
nascidos em dias ímpares. Entretanto, é possível construir alguns artifícios estatísticos
imperfeitos para estimar quais têm sido os impactos de aumentos no salário mínimo
sobre os rendimentos de indivíduos. Isto será feito na próxima seção.
5 QUAL O IMPACTO SOBRE A DISTRIBUIÇÃO DE AUMENTOS
DE SALÁRIO NO SALÁRIO MÍNIMO?
Para tentar não ficar apenas na análise gráfica, vou tentar quantificar, em alguma
medida, os efeitos de aumentos passados no salário mínimo. Para tanto, não vou usar
as PNADs, pois estas não seguem os mesmos indivíduos antes e depois de um
aumento no mínimo e também são poucos os meses de observação. As PMEs, que
seguem o mesmo indivíduo tanto antes como depois do mínimo aumentar, além de
providenciarem 64 meses de pesquisa após o Real, serão usadas como fonte de dados.
O que fazer com esses dados já constitui outro problema e, para ilustrar tanto as
dificuldades como suas vantagens, apresentarei quatro métodos distintos.
texto para discussão | 873 | abr 2002 15
Primeira abordagem: seguir o mesmo indivíduo e observar seu salário antes e após o
mínimo aumentar
Sendo que a PME permite seguir as mesmas pessoas por quatro meses consecutivos,
uma primeira abordagem seria seguir os mesmos indivíduos de fato. Em ouras
palavras, posso criar uma coorte de indivíduos ocupados tanto antes do aumento do
salário mínimo como após esse aumento. Posso começar a observá-los dois meses
antes do aumento, continuar observando-os no mês anterior, observar o que ocorre
no mês após o aumento e, finalmente, observar o que ocorre com seus rendimentos
no segundo mês após o aumento. Desse modo, posso usar o próprio indivíduo como
seu grupo de controle, ou seja, o efeito do salário mínimo seria o seguinte:
∆ ySMi = (y3 i – y2 i) – [((y2 i – y1 i ) + (y4 i – y3 i ))/2] (2)
onde ∆ ySM i representa o efeito da variação no salário mínimo sobre o indivíduo i e y1i ,
y2i , y3i e y4 i representam respectivamente o logaritmo do rendimento real do
indivíduo i dois meses antes, um mês antes, no mês seguinte e dois meses após o
aumento no mínimo.
O grupo de controle seria então o indivíduo no mês anterior e no mês posterior
ao aumento. Para identificar o efeito do salário mínimo, suponho que este é o único
efeito observado apenas no mês de aumento do salário mínimo que seja coerente
entre grupos de indivíduos. Ou seja qualquer outra mudança entre o segundo e o
terceiro mês representa algum efeito idiossincrásico de um indivíduo particular e não
se manterá quando os indivíduos forem agrupados.
Após calcular ∆ ySMi para cada indivíduo i, é necessário agrupá-los de algum
modo para poder expressar o resultado em função da renda que detinham antes de o
salário mínimo aumentar. Um método simples é fazer centésimos da renda no mês
imediatamente antes do aumento (o mês 2) na fórmula acima. O resultado se
encontra no Gráfico 9.
Infelizmente, o que aparenta ser um forte efeito do salário mínimo é apenas a
mobilidade de circulação na renda das pessoas. Na presença de rendas transitórias ou
de algum grau de mobilidade na distribuição de renda, se alguém for observado em
um determinado mês no extremo inferior da distribuição, é quase certo que no mês
seguinte irá subir, já que, se cair mais, sairia da distribuição. Inversamente, se alguém
é observado no extremo superior, irá cair. Esse tipo de “falso positivo” ilustra as
dificuldades de estimar com precisão o impacto de intervenções sobre um mercado de
trabalho dinâmico, como o brasileiro.
Felizmente, a solução desse problema, em particular, é fácil. Basta ordenar os
indivíduos não segundo seu salário no início do período mas segundo a sua média
salarial durante os quatro meses de observação. Em outras palavras, a equação (2)
continua válida mas agrego as pessoas segundo a renda média no período. O
Gráfico 10 contém os resultados para 1996.
É uma surpresa agradável que o resultado pareça bastante límpido. O aumento
salarial devido ao aumento do salário mínimo é claramente maior para os centésimos
mais pobres (embora um pouco menos para os mais pobres de todos) e decai para os
16 texto para discussão | 873 | abr 2002
mais ricos. O salário mínimo parece ter um impacto forte e positivo. Os centésimos
que mais ganharam, de seis a nove, viram seus rendimentos aumentar entre 20% e
30% a mais que o que teria sido observado na ausência de um aumento no salário
mínimo.
GRÁFICO 9
Log Diferença de Salários em 1995 antes e depois do Aumento em 1995, com e
sem Controle (usando dois meses antes e dois depois), com Indivíduos Ordenados
segundo Renda no Início do Período
-0,3
-0,2
-0,1
0,0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0 20 40 60 80 100
Centésimo
Lo
g 
D
ife
re
nç
a 
de
 S
al
ár
io
s
95 Sem Controle
Faixa SM 1995
Faixa SM 1995
95 Com Controle
GRÁFICO 10
Variação da Renda Devida ao Aumento do Salário Mínimo em 1995, com Controle e
Indivíduos Ordenados segundo Renda Média no Período — 1995
-0,1
0,0
0,1
0,2
0,3
0,4
3 13 23 33 43 53 63 73 83 93
Centésimo da Renda Média de Quatro Meses
Va
ria
çã
o
 
de
 
R
en
da
 
do
 C
en
té
sim
o
texto para discussão | 873 | abr 2002 17
Como são os resultados para outros anos? O Gráfico 11 mostra o mesmo
exercício para 1997 e 1999. Para manter a comparabilidade, a escala dos eixos e o
tamanho do gráfico são mantidos.
GRÁFICO 11
Variação da Renda Devida ao Aumento do Salário Mínimo — 1997 e 1999
-0,1
0,0
0,1
0,2
0,3
0,4
3 13 23 33 43 53 63 73 83 93
Centésimo da Renda Média de Quatro Meses
Va
ria
çã
o 
de
 
Re
nd
a 
do
 C
en
té
sim
o
1999
1997
O resultado é bem menos animador. Não só não se observam aumentos maiores
do que 10%, como os gráficos parecem retratar mais um ruído amostral que um
fenômeno real. Um problema é que os aumentos no salário mínimo foram diferentes
ao longo dos anos — em 1995, o aumento foi grande, mas os de 1997 a 1999 foram
bem menores. Um modo de levar isso em conta é calcular as elasticidades de renda
com relação ao salário mínimo. Isso quer dizer que:
e = ∆ ySM i /∆SM (4)
onde ∆ ySM i é a variação da renda devida à variação do salário mínimo e ∆SM é a
própria variação do salário mínimo, expressa em diferenças em logaritmos.
Se um gráfico fosse feito dessas elasticidades para 1995 a figura resultante seria
quase idêntica ao Gráfico 10, uma vez que se trata apenas de dividir todos os valores
0,34, que foi a variação no salário mínimo real em 1995. Sendo que os gráficos que
representam a variação dos rendimentos de cada centésimo para os anos 1996 a 1999
já variam bastante e são um tanto difíceis de ler, em comparação com 1995, quando
forem divididos números pequenos (entre 0,04 e 0,10), e comparamos com um 1996
dividido por um número maior (0,34), o resultado é a amplificação do ruído.
Em função disso, em vez de mostrar os gráficos, agrupei os centésimos em cinco
grupos: os cinco mais pobres, os sete seguintes, os treze seguintes (até o centésimo
18 textopara discussão | 873 | abr 2002
19), os quintos dois a quatro e o quinto com maior renda.7 A Tabela 3 contém os
resultados.
Os resultados são bastante decepcionantes. De 25 elasticidades calculadas, cinco
são maiores do que um e quatro menores do que zero. Embora as elasticidades se
comportem bem para 1995, para outros anos os resultados não são nada críveis e para
nenhuma faixa de centésimos os valores apresentados se mostram coerentes entre os
anos (ver os P-valores na última coluna da tabela). Talvez esteja na hora de tentar
outra abordagem.
TABELA 3
Variação do Rendimento Devida ao Salário Mínimo e Elasticidades com Relação ao
mesmo — Método de Cálculo: Diferenças em Diferenças por Indivíduo — 1995-1999
Diferença dupla 1995 1996 1997 1998 1999
∆ SM 0,34 0,10 0,07 0,08 0,04
∆ c1-c5 0,04 0,09 0,04 0,07 0,12
∆ c6-c12 0,25 0,11 –0,01 –0,04 0,01
∆ c13-c19 0,19 0,03 0,00 0,09 0,04
∆ c20-c80 0,11 0,03 0,02 0,02 0,01
∆ c81-c100 0,01 0,01 0,01 –0,03 0,00
Elasticidade Média Desvio-padrão P-valor (%)
Muito pobres 0,17 1,23 0,30 3,94 0,43 1,21 1,58 52
Salário mínimo 1,00 1,63 –0,06 –2,38 0,05 0,05 1,53 2
Logo acima 0,75 0,37 –0,01 5,16 0,15 1,28 2,19 42
Outros 0,44 0,50 0,10 0,88 0,03 0,39 0,34 69
Ricos 0,02 0,21 0,08 –1,58 0,01 -0,25 0,75 25
Fonte: Microdados da PME 1995-1999.
Nota: A média e o desvio-padrão nas colunas 7 e 8 são calculados com relação aos anos. O P-valor é calculado com relação a uma distribuição t com cinco graus de
liberdade.
Segunda abordagem: diferenças em diferenças temporais por centésimo
Outra abordagem constitui em esquecer os indivíduos e seguir centésimos da
distribuição de renda. Essa metodologia, que é adaptada da metodologia usada por
Corseuil e Galrão (2001), consiste em usar o centésimo como unidade de observação.
O problema estatístico do primeiro método não existe mais, pois o primeiro
centésimo será, por definição, sempre aquele com o menor rendimento. Mais uma
vez, observa-se o centésimo dois meses antes do aumento, no mês anterior, no mês
após e, finalmente, observar o que ocorre com o rendimento médio do centésimo no
 
7 A divisão não é tão arbitrária quanto parece. Os cinco centésimos mais pobres são aqueles em que, em pelo menos um
ano no período (1995-1999), alguém ganhava menos do que um salário mínimo. Os seis seguintes são aqueles onde,
em pelo menos um ano, alguém ganhava salário mínimo antes do aumento. Após essa divisão, segui a divisão em
quintos de renda.
texto para discussão | 873 | abr 2002 19
segundo mês após o aumento do salário mínimo. Desse modo, uso o centésimo como
seu próprio controle. O impacto é dado pela seguinte equação:
∆ ySM c = (y3 c – y2 c ) – [((y2 c – y1 c ) + (y4 c – y3 c ))/2] (5)
onde ∆ ySM c representa o efeito da variação no salário mínimo sobre o centésimo c e
y1c, y2c, y3c e y4c representam, respectivamente, o rendimento do centésimo c dois meses
antes, um mês antes, no mês seguinte e dois meses após o aumento do salário
mínimo. Não é necessário agrupar ou ordenar os resultados, pois a ordem é dada pelo
próprio centésimo. Os resultados para 1995, 1997 e 1999 se encontram no
Gráfico 12.
GRÁFICO 12
Impacto do Salário Mínimo sobre Renda por Centésimo em 1995, 1997 e 1999
-0,1
0
0,1
0,2
0,3
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
Centésimo
Im
pa
ct
o 
do
 
Sa
lá
rio
 
M
ín
im
o
1995
1997
1999
Mais uma vez, há um efeito muito forte do aumento de 1995 e efeitos mais
fracos nos outros anos, embora em 1997 sejam visíveis aumentos em todos os
centésimos antes do 15. Mais uma vez agrupei os centésimos de renda segundo os
mesmos critérios e reporto os resultados na Tabela 4.
Esse método apresenta resultados mais coerentes que o método anterior. Não
existem elasticidades maiores do que um e uma única menor do que zero, que está
entre os indivíduos cuja renda elevada deve fazê-los imune aos efeitos do salário
mínimo. Os valores se comportam de modo coerente ao longo dos anos e, para os
grupos dos centésimos 6-12 e 13-19, o P-valor mostra valores coerentemente
superiores a zero.
20 texto para discussão | 873 | abr 2002
TABELA 4
Variação do Rendimento Devida ao Salário Mínimo e Elasticidades com Relação ao
mesmo — Método de Cálculo: Diferenças em Diferenças por Centésimo — 1995-1999
Diferença dupla 1995 1996 1997 1998 1999
∆ SM 0,34 0,10 0,07 0,08 0,04
∆ c1-c5 0,15 0,02 0,08 0,06 0,02
∆ c6-c12 0,26 0,09 0,05 0,06 0,01
∆ c13-c19 0,13 0,08 0,03 0,02 0,04
∆ c19-c80 0,11 0,04 0,01 –0,01 0,01
∆ c81-c100 0,00 0,01 0,03 0,01 0,01
Elasticidade Média Desvio-padrão P-valor (%)
Muito pobres 0,45 0,24 1,16 0,70 0,49 0,61 0,35 86
Salário mínimo 0,77 0,93 0,78 0,80 0,32 0,72 0,23 97
Logo acima 0,39 0,81 0,44 0,29 0,84 0,56 0,25 92
Outros 0,32 0,37 0,08 –0,07 0,29 0,20 0,19 66
Ricos 0,01 0,14 0,47 0,07 0,24 0,19 0,18 65
Fonte: Microdados das PMEs 1995-1999.
Nota: A média e o desvio-padrão nas colunas 7 e 8 são calculados com relação aos anos. O P-valor é calculado com relação a uma distribuição t com cinco graus de
liberdade.
Acredito que a razão pela qual esses resultados aparentam ser superiores aos do
método anterior é que mais uma vez os resultados anteriores estavam, até certo ponto,
ainda contaminados por mobilidade salarial. Em outras palavras, ainda que se use a
média de rendimentos sobre quatro meses, devem existir indivíduos cuja renda variou
muito no período, gerando ruído. Outra possível razão é puramente amostral:
enquanto os centésimos no método anterior continham, em média, 42 indivíduos
(apenas 1/4 da amostra total porque precisavam ser seguidos por quatro meses), os
centésimos neste método contêm em torno de 900 (não só a amostra inicial é quatro
vezes maior como também o indivíduo precisou reportar renda positiva apenas no
mês de observação e não durante quatro meses).
Em qualquer caso, as elasticidades reportadas na Tabela 4 (entre 0,56 e 0,72)
situam-se entre as estimadas por Lemos (em torno de 0,4) e as reportadas em
Fajnzylber (próximas de 1). Como se referem a períodos diferentes, não existe
nenhuma razão para que as estimativas coincidam, mas seria preocupante se fossem
muito diferentes.
Terceira abordagem: regressão por centésimo
Finalmente, o método de diferenças em diferenças temporal por centésimo pode
ser generalizado, seguindo a renda real de cada centésimo durante os 64 meses para os
quais existem informações sobre renda individual após o real. A metodologia é fácil:
regredir a renda média real de cada centésimo contra o valor real do salário mínimo, o
valor real da renda média geral (de toda a distribuição) e uma tendência temporal. O
único problema é que se trata de um processo auto-regressivo de ordem desconhecida
e alguns cuidados especiais devem ser tomados na estimação. Supus que o processo é
auto-regressivo de ordem 1 (apenas o valor do salário do centésimo imediatamente
texto para discussão | 873 | abr 2002 21
anterior ao mês sendo observado exerce influência sobre este mesmo) e estimei a
equação centésimo por centésimo. A equação estimada foi:
ytc = αc + βSMc SMt + βµc µt + βtc t + εtc (6)
onde yt representa a renda média do centésimo c no mês t, SMt o logaritmo do salário
mínimo real no mês t, µt o logaritmo da média salarial geral real no mês t, t é uma
tendência temporal, e αc, βSMc, βµ c e βtc representam os coeficientes estimados para o
centésimo c.
Um perigo deste método é que se esteja medindo mais os efeitos da inflação e
menos os efeitos do salário mínimo, já que em 11 meses de cada ano a única variação
do salário mínimo advém da desvalorização da moeda. Em qualquer caso, os
resultados se encontram no Gráfico 13, que contém os valores dos coeficientes do
saláriomínimo para cada centésimo. Para fins de comparação, os valores dos
coeficientes do salário médio se encontram no Gráfico 14.
GRÁFICO 13
Elasticidade com Relação ao Salário Mínimo
-0,4
-0,2
0,0
0,2
0,4
0,6
0,8
1,0
1,2
1 11 21 31 41 51 61 71 81 91
Centésimo
SM
Novamente, os resultados são um pouco suspeitos. Aparentemente, existe uma
forte elasticidade com relação ao salário mínimo (em torno de 1), mas existe um
“buraco” suspeito com relação à linha de tendência por centésimo nos coeficientes do
rendimento médio (Gráfico 14). Como a linha de tendência tem valores próximos de
0,4 em torno dos centésimos afetados pelo mínimo (centésimos 9 a 17), suponho que
essa parte da variação dos salários foi erroneamente atribuída ao mínimo, o resíduo
fica em torno de 0,6 — coerente com os valores estimados usando a terceira
abordagem.
22 texto para discussão | 873 | abr 2002
GRÁFICO 14
Elasticidade com Relação à Renda Média
-0,4
0,0
0,4
0,8
1,2
1,6
1 11 21 31 41 51 61 71 81 91
Centésimo
β 
µ
6 - CONCLUSÕES
Neste trabalho, o salário mínimo foi analisado segundo duas óticas. A primeira, visual
e quantitativa, mostra que, de fato, o salário mínimo exerce influência sobre a
distribuição de rendimentos individuais. Os picos visíveis nas densidades estimadas
mostram, claramente, tanto a elevação de alguns rendimentos como o fato de vários
outros terem sido deixados para trás. Adicionalmente, é visível que o salário mínimo
exerce mais influência sobre pessoas em categorias profissionais ou com características
pessoais associadas à fraqueza na barganha salarial, embora não necessariamente
associados a uma baixa renda domiciliar (ver os exemplos de mulheres, não-chefes e
velhos). Portanto, a primeira parte deixa claro o papel do salário mínimo enquanto
protetor de alguns fracos e oprimidos.
A segunda tentou quantificar, mediante vários artifícios estatísticos, o impacto
do mínimo sobre a renda de cada centésimo da distribuição. Para tanto, tentei várias
abordagens. Não acredito piamente em nenhuma delas. Todas estão sujeitas a
hipóteses fortes e podem muito bem estar erradas. Entretanto, como os valores
estimados não divergem muito entre si e nem com outros resultados encontrados na
literatura, vou tentar algumas conclusões.
Em primeiro lugar, a elasticidade do rendimento com relação ao salário mínimo
varia segundo a posição que o indivíduo ocupa na distribuição individual dos
rendimentos. Acredito que seja algo em torno de 0,2 para indivíduos nos primeiros
dez a quinze centésimos (aqueles cujo rendimento já estava abaixo do mínimo antes
texto para discussão | 873 | abr 2002 23
do aumento),8 e algo em torno de 0,6 para indivíduos nos próximos dez (aqueles
indivíduos cujas rendas se concentram no pico do salário mínimo) e que depois decai,
indo para zero para os dois quintos superiores da distribuição.
É importante ressaltar que essa opinião representa mais uma estimativa, não
muito informada, que números inscritos na pedra. Vários problemas existem nesta
análise. Em primeiro lugar, o período analisado foi um período de aumentos quase
contínuos, ainda que pequenos, no salário mínimo. O salário mínimo real caiu
apenas de maio de 1995 para maio de 1996. Em segundo lugar, os resultados sofrem
forte influência do forte aumento em 1995. Sem esse aumento, grande parte dos
resultados perde significância. Finalmente, é importante lembrar que todas essas
estimativas foram feitas para seis regiões metropolitanas, que não chegam a
representar 1/3 da população brasileira, e, portanto, podem não refletir a realidade no
resto do país.
Fora essas dúvidas quanto às metodologias utilizadas, ficam também importantes
questões que não foram analisadas neste trabalho. Por exemplo, pouco sabemos sobre
em que circunstâncias os aumentos no salário mínimo são mais eficazes. Eu acredito
que aumentos no mínimo sejam mais eficazes quando a economia se encontra em
expansão do que quando esta se encontra em fase de contração, mas não foi possível
obter evidência sobre esse ponto, em virtude da curta série de tempo da qual
disponho.
Outro aspecto importante que não foi possível aprofundar é a relação entre
aumentos no mínimo e ocupação ou setor industrial. É possível que as reações a
aumentos no mínimo sejam fortemente diferenciadas segundo setor e/ou categoria de
ocupação. Alguns trabalhos, tais como o de Fajnzylber (2001), estimam
separadamente para cada tipo de inserção (conta-própria, empregados com ou sem
carteira), mas não conheço trabalhos que o façam por ocupação ou setor industrial. Se
os efeitos forem fortemente diferenciados, trata-se de um forte incentivo para
mínimos por setor, ocupação ou região.
Em conclusão, apesar de já existirem muitos trabalhos sobre os impactos
distributivos do salário mínimo, ainda há muito por fazer no tema.
 
8 Não estou lendo as tabelas de elasticidade no texto e sim generalizando os resultados das regiões metropolitanas
(PME) para o Brasil (PNAD).
24 texto para discussão | 873 | abr 2002
ANEXO 1
RECIPIENTES EXATOS DO SALÁRIO MÍNIMO PARA VÁRIOS RECORTES:
1995 - 1999
TABELA A1
Segundo Décimo de Renda Domiciliar per Capita
Categoria 1995 1996 1997 1998 1999 Média 1995 1996 1997 1998 1999
Decil 1 15% 10% 14% 11% 8% 11% 1,20 1,20 1,34 1,24 1,12
Decil 2 24% 17% 22% 18% 13% 19% 1,96 2,00 2,10 2,07 1,90
Decil 3 21% 15% 20% 17% 13% 17% 1,74 1,79 1,91 1,93 1,85
Decil 4 19% 15% 17% 14% 11% 15% 1,53 1,75 1,66 1,63 1,63
Decil 5 19% 14% 15% 11% 8% 13% 1,52 1,71 1,43 1,23 1,19
Decil 6 15% 9% 13% 13% 10% 12% 1,27 1,08 1,28 1,52 1,52
Decil 7 10% 6% 8% 7% 6% 8% 0,82 0,76 0,79 0,80 0,87
Decil 8 7% 5% 6% 5% 4% 5% 0,59 0,58 0,54 0,53 0,64
Decil 9 5% 3% 3% 3% 2% 3% 0,37 0,33 0,31 0,33 0,34
Decil 10 3% 2% 2% 2% 2% 2% 0,25 0,25 0,21 0,21 0,24
Total 12% 8% 10% 9% 7% 9% 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
TABELA A2
Segundo Setor Industrial
Categoria 1995 1996 1997 1998 1999 Média 1995 1996 1997 1998 1999
Agricultura 14% 8% 12% 9% 6% 10% 1,17 0,93 1,19 1,05 0,82
Extrativo mineral 10% 7% 9% 5% 4% 7% 0,80 0,85 0,92 0,56 0,57
Ind. transformação 8% 6% 7% 6% 5% 6% 0,66 0,71 0,68 0,71 0,74
Construção civil 8% 5% 6% 5% 3% 5% 0,66 0,59 0,60 0,54 0,44
Comércio 11% 7% 9% 7% 6% 8% 0,90 0,85 0,86 0,81 0,88
Servicos 15% 11% 12% 11% 8% 11% 1,23 1,25 1,20 1,21 1,20
Adm. pública 10% 9% 9% 10% 9% 10% 0,79 1,11 0,92 1,15 1,34
Serv. util. pública 13% 9% 10% 10% 12% 11% 1,06 1,10 0,98 1,18 1,68
Total 12% 8% 10% 9% 7% 9% 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
TABELA A3
Segundo Domesticidade do Trabalho
Categoria 1995 1996 1997 1998 1999 Média 1995 1996 1997 1998 1999
Não-doméstico 10% 7% 9% 7% 6% 8% 0,84 0,81 0,83 0,83 0,81
Doméstico 32% 25% 28% 26% 20% 26% 2,65 3,02 2,75 2,92 2,96
Total 12% 8% 10% 9% 7% 9% 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
texto para discussão | 873 | abr 2002 25
TABELA A4
Segundo Cor
Categoria 1995 1996 1997 1998 1999 Média 1995 1996 1997 1998 1999
Branco 10% 6% 8% 7% 5% 7% 0,78 0,75 0,75 0,75 0,78
Negro 16% 11% 14% 12% 9% 12% 1,29 1,34 1,33 1,33 1,29
Total 12% 8% 10% 9% 7% 9% 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
TABELA A5
Segundo Sexo
Categoria 1995 1996 1997 1998 1999 Média 1995 1996 1997 1998 1999
Homens 10% 6% 8% 7% 5% 7% 0,79 0,73 0,79 0,76 0,70
Mulheres 17% 12% 14% 12% 10% 13% 1,37 1,47 1,37 1,41 1,50
Total 12% 8% 10% 9% 7% 9% 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
TABELA A6
Segundo Posição no Domicílio
Categoria 1995 1996 1997 1998 1999 Média 1995 1996 1997 1998 1999
Chefe 10% 11% 7% 12% 8% 10% 0,82 1,31 0,66 1,35 1,14
Cônjuge 10% 6% 8% 7% 5% 7% 0,79 0,75 0,75 0,76 0,78
Filhos 18% 13% 15% 12% 10% 14% 1,49 1,581,46 1,37 1,40
Total 12% 8% 10% 9% 7% 9% 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
TABELA A7
Segundo Faixa Etária
Categoria 1995 1996 1997 1998 1999 Média 1995 1996 1997 1998 1999
Até 15 20% 13% 16% 12% 8% 14% 1,64 1,59 1,52 1,38 1,13
16 a 25 18% 13% 15% 13% 11% 14% 1,48 1,55 1,48 1,51 1,59
26 a 35 10% 7% 9% 8% 6% 8% 0,83 0,83 0,88 0,86 0,85
36 a 45 9% 6% 8% 7% 5% 7% 0,73 0,73 0,75 0,77 0,78
46 a 55 10% 7% 8% 7% 5% 7% 0,82 0,79 0,79 0,79 0,78
56 ou mais 12% 7% 9% 8% 5% 8% 0,96 0,85 0,91 0,94 0,79
Total 12% 8% 10% 9% 7% 9% 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
TABELA A8
Segundo Escolaridade
Categoria 1995 1996 1997 1998 1999 Média 1995 1996 1997 1998 1999
Até 3 anos 16% 11% 14% 12% 8% 12% 1,33 1,25 1,37 1,31 1,19
4 a 7 anos 14% 10% 12% 11% 8% 11% 1,19 1,24 1,20 1,23 1,19
Primário completo 11% 8% 10% 9% 8% 9% 0,89 0,99 0,96 1,06 1,21
Secundário completo 7% 5% 6% 5% 5% 5% 0,54 0,61 0,55 0,57 0,71
Universidade 2% 2% 2% 2% 2% 2% 0,18 0,18 0,18 0,21 0,23
Total 12% 8% 10% 9% 7% 9% 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
26 texto para discussão | 873 | abr 2002
TABELA A9
Segundo Região
Categoria 1995 1996 1997 1998 1999 Média 1995 1996 1997 1998 1999
Nordeste 16% 11% 15% 12% 9% 13% 1,31 1,27 1,42 1,38 1,36
Sudeste 10% 7% 8% 7% 6% 8% 0,85 0,85 0,78 0,79 0,81
Sul 10% 7% 8% 7% 5% 7% 0,80 0,78 0,79 0,77 0,79
Centro-Oeste 15% 12% 12% 11% 9% 12% 1,21 1,37 1,20 1,28 1,29
Total 12% 8% 10% 9% 7% 9% 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
TABELA A10
Segundo Vínculo
Categoria 1995 1996 1997 1998 1999 Média 1995 1996 1997 1998 1999
Com carteira 9% 8% 8% 8% 7% 8% 0,74 0,94 0,78 0,88 1,04
Sem carteira 23% 15% 20% 16% 12% 17% 1,87 1,83 1,95 1,81 1,76
Conta própria 7% 3% 5% 4% 2% 4% 0,61 0,35 0,49 0,46 0,29
Total 12% 8% 10% 9% 7% 9% 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
texto para discussão | 873 | abr 2002 27
ANEXO 2
GRÁFICO 1
Densidades Kernel segundo Sexo
Mulheres
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)De
ns
id
ad
e
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Homens
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)De
ns
id
ad
e
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
28 texto para discussão | 873 | abr 2002
GRÁFICO 2
Densidades Kernel segundo Posição na Ocupação
Empregados
com Carteira
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
1
1,1
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
e
n
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Empregados
sem Carteira
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
1
1,1
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)De
n
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Conta
Própria
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
1
1,1
R$0 R$500 R$1.000 R$1.500 R$2.000 R$2.500 R$3.000 R$3.500
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
texto para discussão | 873 | abr 2002 29
GRÁFICO 3
Densidades Kernel segundo Região
Centro-
Oeste
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$0 R$200 R$400 R$600 R$800 R$1.000 R$1.200
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Nordeste
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)De
n
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Sudeste
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
e
n
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
30 texto para discussão | 873 | abr 2002
GRÁFICO 4
Densidades Kernel segundo Posição na Família
Filhos
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
R$0 R$200 R$400 R$600 R$800 R$1.000 R$1.200
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Cônjuges
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
en
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Chefes
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
en
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
texto para discussão | 873 | abr 2002 31
GRÁFICO 5
Densidades Kernel segundo Grau de Instrução
Superior
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
1
R$0 R$200 R$400 R$600 R$800 R$1.000 R$1.200
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Nenhum
Grau
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
1
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
en
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Segundo
Grau
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
1
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
en
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
32 texto para discussão | 873 | abr 2002
GRÁFICO 6
Densidades Kernel segundo Faixa Etária
56 ou mais
Anos
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$0 R$200 R$400 R$600 R$800 R$1.000 R$1.200
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
16 a 25 Anos
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
en
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
36 a 45 Anos
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
en
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
texto para discussão | 873 | abr 2002 33
GRÁFICO 7
Densidades Kernel segundo Setor Industrial
Agricultura
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
e
n
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Indústria de
Transformação
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
e
n
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Construção
Civil
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$0 R$200 R$400 R$600 R$800 R$1.000 R$1.200
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
(continua)
34 texto para discussão | 873 | abr 2002
(continuação)
Comércio
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
en
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Serviços
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
en
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Administração
Pública
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
R$0 R$200 R$400 R$600 R$800 R$1.000 R$1.200
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
texto para discussão | 873 | abr 2002 35
GRÁFICO 8
Densidades Kernel segundo Domesticidade do Trabalho
Trabalhadores
Não-Domésticos
0
0,3
0,60,9
1,2
1,5
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
De
ns
id
ad
e
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Trabalhadores
Domésticos
0
0,3
0,6
0,9
1,2
1,5
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
De
ns
id
ad
e
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
36 texto para discussão | 873 | abr 2002
Gráfico 9
Densidades Kernel segundo Cor
Negros
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
De
ns
id
ad
e
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Não-
Negros
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
De
ns
id
ad
e
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
texto para discussão | 873 | abr 2002 37
GRÁFICO 10
Densidades Kernel segundo Décimo de Renda Domicíliar per capita
Décimo nº 1
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
1,2
1,4
R$10 R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
en
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Décimo nº 2
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
1,2
1,4
R$10 R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
en
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Décimo nº 3
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
1,2
1,4
R$0 R$200 R$400 R$600 R$800 R$1.000 R$1.200
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
(continua)
38 texto para discussão | 873 | abr 2002
(continuação)
Décimo nº 5
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
1,2
1,4
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
en
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Décimo nº 7
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
1,2
1,4
R$100 R$1.000
Rendimento
(em escala
logarítmica)
D
en
si
da
de
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
Décimo nº 9
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
1,2
1,4
R$0 R$200 R$400 R$600 R$800 R$1.000 R$1.200
f(y) 1996
f(y) 1999
SM 1996
SM 1999
2 SM 1996
2 SM 1999
texto para discussão | 873 | abr 2002 39
GRÁFICO 11
Região Metropolitana de Salvador
Salvador - 1995
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
3 4 5 6 7 8
Log Y
De
ns
id
ad
e
95 antes
95 depois
SM mai/95
SM abr/95
Salvador - 1996
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
3 4 5 6 7 8
Log Y
De
ns
id
ad
e
96 antes
96 depois
SM mai/96
SM abr/96
Salvador - 1997
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
97 antes
97 depois
SM mai/97
SM abr/97
 (continua)
40 texto para discussão | 873 | abr 2002
(continuação)
Salvador - 1998
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
98 antes
98 depois
SM mai/98
SM abr/98
Salvador - 1999
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
99 antes
99 depois
SM mai/99
SM abr/99
texto para discussão | 873 | abr 2002 41
GRÁFICO 12
Região Metropolitana de São Paulo
São Paulo - 1995
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
3 4 5 6 7 8
Log Y
De
ns
id
ad
e
95 antes
95 depois
SM mai/95
São Paulo - 1996
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
3 4 5 6 7 8
Log Y
De
ns
id
ad
e 96 antes
96 depois
SM mai/96
SM abr/96
São Paulo - 1997
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
97 antes
97 depois
SM mai/97
SM abr/97
 (continua)
42 texto para discussão | 873 | abr 2002
(continuação)
São Paulo - 1998
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
98 antes
98 depois
SM mai/98
SM abr/98
São Paulo - 1999
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
99 antes
99 depois
SM mai/99
SM abr/99
texto para discussão | 873 | abr 2002 43
Gráfico 13
Região Metropolitana do Rio de Janeiro
Rio de Janeiro - 1995
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
3 4 5 6 7 8
Log Y
95 antes
95 depois
SM mai/95
SM abr/95
Rio de Janeiro - 1996
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
3 4 5 6 7 8
Log Y
96 antes
96 depois
SM mai/96
SM abr/97
Rio de Janeiro - 1997
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
97 antes
97 depois
SM mai/97
SM abr/97
D
en
si
da
de
D
en
si
da
de
 (continua)
44 texto para discussão | 873 | abr 2002
(continuação)
Rio de Janeiro - 1998
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
98 antes
98 depois
SM mai/98
SM abr/98
Rio de Janeiro - 1999
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
99 antes
99 depois
SM mai/99
SM abr/99
texto para discussão | 873 | abr 2002 45
GRÁFICO 14
Região Metropolitana de Belo Horizonte
Belo Horizonte - 1995
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
3 4 5 6 7 8
Log Y
95 antes
95 depois
SM mai/95
SM abr/95
Belo Horizonte - 1996
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
3 4 5 6 7 8
Log Y
96 antes
96 depois
SM mai/96
SM abr/96
Belo Horizonte - 1997
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
97 antes
97 depois
SM mai/97
SM abr/97
D
en
si
da
de
D
en
si
da
de
 (continua)
46 texto para discussão | 873 | abr 2002
(continuação)
Belo Horizonte - 1998
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
98 antes
98 depois
SM mai/98
SM abr/98
Belo Horizonte - 1999
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
99 antes
99 depois
SM mai/99
SM abr/99
texto para discussão | 873 | abr 2002 47
GRÁFICO 15
Região Metropolitana de Porto Alegre
Porto Alegre - 1995
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
3 4 5 6 7 8
Log Y
95 antes
95 depois
SM mai/95
SM abr/95
Porto Alegre - 1996
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
3 4 5 6 7 8
Log Y
D
en
si
da
de
96 antes
96 depois
SM mai/96
SM abr/96
Porto Alegre - 1997
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
97 antes
97 depois
SM mai/97
SM abr/97
D
en
si
da
de
 (continua)
48 texto para discussão | 873 | abr 2002
(continuação)
Porto Alegre - 1998
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
98 antes
98 depois
SM mai/98
SM abr/98
Porto Alegre - 1999
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0 2 4 6 8 10
99 antes
99 depois
SM mai/99
SM abr/99
texto para discussão | 873 | abr 2002 49
GRÁFICO 16
Região Metropolitana de Recife
Recife - 1995
-
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7